【作　　者】
聂顺江（教授） 屈依娜 唐媚媚

【作者单位】
（云南民族大学管理学院 昆明 650500 厦门大学管理学院 厦门 361005）

【摘　　要】

      【摘要】本文从会计师事务所组织形式的视角研究审计的质量问题，以确定会计师事务所组织形式变化对审计质量的影响。研究中选取了截至2011年12月31日转制成功的10家会计师事务所和未转制成功的20家会计师事务所及相应的被审计单位相关数据，以可操控性应计利润为审计质量的替代变量，基于DID模型，运用回归分析等方法对会计师事务所转制与审计质量两者的关系进行了实证检验。研究发现，会计师事务所转制有助于审计质量的提高，且随着转制的不断深入，这种效果也愈加明显。
【关键词】会计师事务所   转制   审计质量   组织形式

一、研究背景
在我国证券市场稳步发展过程中，接连曝出的财务造假案件备受关注。早在20世纪90年代初就曾出现了深圳原野、长城机电、河南新华旧“三大案件”，随后90年代末又发生了新“三大案件”——琼民源、红光实业、东方锅炉；进入21世纪，财务造假局面并没有得到有效的控制，2006年的广东科龙电器案件还未平息，2010年又曝出了绿大地、洪良国际、国美电器造假案。一桩桩财务造假案件不仅对公司利益相关者带来了巨大损失，还严重影响了整个证券市场的稳步发展。
为促进我国会计师事务所做大做强，优化行业结构和布局，财政部和工商总局于2010年7月21日联合颁布了《关于推动大中型会计师事务所采用特殊普通合伙组织形式的暂行规定》（财会［2010］12号），其第三条明确指出大型会计师事务所组织形式应当于2010年12月31日前转制为特殊普通合伙制；同时鼓励中型会计师事务所组织形式于2011年12月31日前转制为特殊普通合伙制。这是继1998年会计师事务所实施“脱钩转制”之后的又一重大举措，这一举措同时也可能在客观上对我国审计质量的改进产生积极影响。
二、文献综述
对于审计质量概念的认识，国际上引用最多的是 DeAngefo(1981)的定义，即审计质量是注册会计师发现客户的会计系统存在违规现象并且报告这些违规现象的联合概率，同时，提出注册会计师发现客户系统存在违规问题受注册会计师的执业能力与收入影响，而审计人员的独立性则影响其是否会如实发表审计意见。由于审计质量无法直接度量，因此大多数学者采用审计质量的影响因素作为审计质量的替代指标。如DeAngelo（1981）、Watts和Zimmerman（1981）认为事务所规模会影响审计质量，是判断审计质量的标准之一。Richard B.Carter（1998）则用声誉来衡量事务所执业质量。Gary A.Giroux（1994）指出审计所花的时间在没有直接审计质量的衡量标准下可以用来衡量审计质量，并且与审计质量正相关。Copley（2002）的结论是审计费用与审计质量呈正相关关系。Palmrose Z. V.（1988）运用审计诉讼指标来衡量会计师事务所的执业质量。Siew Hong Teoh & T.J.Wong（1993）研究发现审计质量与盈余管理程度显著负相关。王跃堂、陈世敏（2001）也同样指出会计师事务所出具非标准无保留审计意见报告比例上升，说明事务所审计独立性逐步提高，进而促进审计质量的提高。
关于事务所组织形式，国外大多致力于有限责任合伙制的推广，较少涉及与审计质量的关系。国内的实证研究则较为缺乏，而且结论不一致。于恒、李莉等（2002）通过分析英国会计师事务所组织形式的发展，指出我国应该走合伙制到特殊普通合伙制的道路，并且强调我国事务所转制前采用的组织形式是我国会计、审计造假的主要原因。逯颖（2008）从会计师事务所组织形式的演变、各国的选择、法律风险等方面的研究中看出会计师事务所组织形式与审计质量之间存在着密切关系，合伙制会计师事务所更有利于激发审计人员提供高质量的审计服务动机。漆江娜、刘峰（2002）从我国制度基础进行分析，指出我国会计师事务所采取合伙制来保证审计质量、控制风险是不现实的。原红旗、李海建（2003）选取了2001年12月31日69家事务所及其审计客户640家（不含纵横国际），运用Logistic模型分析得出，会计师事务所的规模和组织形式不会影响审计质量。
三、理论分析和研究假设
陈颖（2004）、柳木华（2007）指出审计质量与审计人员所承担的法律风险息息相关。若审计人员在较高的法律风险环境下执业，出于理性考虑，往往会选择提高审计质量来躲避较高的法律风险。在有限责任公司制形式下，由于注册会计师承担的责任有限，如果出具不清洁的意见带来的收益远大于成本，那么注册会计师就可能会出具不真实的审计报告。而在特殊普通合伙的形式下，由于极大地增加了注册会计师的风险，并且严格区分了故意和过失责任两种情形，肇事者的风险加大，从而保护了无辜审计人员的利益。
朱小平、叶友（2003）认为合伙制才是我国的必然选择。张维迎（1996）指出为了使企业所有权安排达到最优，必须遵循一条原则，即“剩余索取权与控制权的最好对应”。分析发现个人独资制的收益完全由一个人来承担，同样风险也由一个人完全承担，这是最好的匹配方式；特殊普通合伙制次之；有限责任公司制再次之，因为有限责任公司制的最大特点是所有权与控制权的分离，不利于剩余索取权与控制权的一一对应。现代企业理论认为，在企业进行生产的过程中，由于有限理性和信息的不对称，存在着因为道德风险和逆向选择所带来的代理成本，产生了监督的难题，最好的解决办法是设计激励机制，其中给予监督者剩余求偿权是一种较好的激励机制。特殊普通合伙制对审计人员的过失进行了鉴定，审计人员能很好实行自我监督，由于存在连带责任，其他合伙人员也就会监督其他审计人员，避免因为连带责任而使自己利益受损。同时，由于每个合伙人都有享受利益分配的权利，其就有强烈的动机去监视其他人员的执行情况。董普、田高良、严鸯（2007）认为盈余管理是审计质量的有效替代变量，因为高的审计质量可以限制公司的盈余管理。
基于上述理论推导和分析，本文提出以下假设：会计师事务所转制后，降低了盈余管理。
四、样本选取和变量选择
（一）样本选取
本研究以2009年为对比年，选择2010 ~ 2011年间转制成功的10家事务所及其审计客户和未转制成功的20家事务所及其审计客户3年的数据为研究样本，具体选择样本程序如下：
1. 根据财政部2012年11月15日发布的《2011年度会计师事务所报备总结》中获悉：截至2011年12月31日，全国共有24家特殊普通合伙制会计师事务所，即转制成功的8家H股资格本土所、天职国际、华寅五洲和深圳14家特殊普通合伙事务所。其中深圳的特殊普通合伙事务所为多年前试点形成，属于历史遗留问题，故本文将不予以考虑，因此本文研究的事务所是8家H股资格本土所、天职国际和华寅五洲，总共10家。
财会［2010］12号第十五条规定转制为特殊普通合伙组织形式的会计师事务所应当持财政部门的转制批复文件办理有关工商登记手续，表1列示了10家成功转制的会计师事务所在国家工商行政管理总局办理变更工商登记的具体时间。

2. 为了使样本之间更具可比性，本文选取截至2011年12月31日仍未转制成功的20家事务所。未转制成功的20家事务所是根据中注协2011年7月25日发布的《2011年会计师事务所综合评价前百家信息》在剔除“四大”合作所以及已经成功转制的10家事务所之后，按排名先后进行筛选得到。
3. 会计师事务所审计客户的筛选如下：首先，选择2009 ~ 2011年间被上述30家事务所审计的公司，得到初始样本情况是：2009年1 133家，2010年1 426家，2011年1 598家。接着，剔除事务所变更企业、金融企业、数据缺失企业，最后得到的样本如表2所示。

（二）变量选择
1. 因变量。本文采用盈余管理的绝对值作为审计质量的替代指标。在国外，应计利润分离法是最常用的盈余管理计量方法，需要采用计量模型对应计利润进行分离，从而得到能衡量事务所盈余管理程度的替代指标可操控性应计利润。迄今为止对于可操纵应计利润的计算方法有很多种，有Jones（1991）模型，修正的Jones模型（Dechow、Sloan和Sweeney，1995），行业模型（Dechow、Sloan和Sweeney，1995），截面Jones模型（DeFond和Jimabalvo，1994），截面修正的Jones模型（DeFond和Jimabalvo，1994）等。针对这些模型都有一定的假设和限制条件，不一定完全适合中国的资本市场，夏立军（2003）搜集了中国资本市场的数据进行实证检验，得出截面修正Jones按行业不同计算的模型更符合中国的实际情况，更能反映盈余管理的真实程度。因此，本文利用这一模型来计量可操纵性应计利润，具体计算方法如下：
DAi=TAi/Ai-1-NADi （1）  
其中TAi=NIi-CFOi，TAi表示公司i当年线下项目的总应计利润，NIi表示公司i当年净利润，CFOi表示公司i当年经营活动现金流量净额。
NDAi=α1（1/Ai-1）+α2（􀳑REVi/Ai-1）+α3（PPEi/Ai-1）
 （2）  
NDAi表示经过i上年年末总资产调整后的公司i年非操纵应计利润，Ai-1表示i-1年年末的总资产，􀳑REVi表示i年主营业务收入和i-1年主营业务收入的差额，PPEi表示i年末总的厂场、设备等固定资产价值。α1、α2、α3是行业特征值，对系数的估计是按照以下方程对不同行业的不同年份分别进行回归而得出的，行业按照证监会2001年行业分类标准进行划分。
GAi/Ai-1=a1（1/Ai-1）+a2（􀳑REVi/Ai-1）+a3（PPEi/Ai-1）+εi （3）  
其中a1、a2、a3是α1、α2、α3的OLS估计值；GAi是公司i年的线下项目前总应计利润，也即GAi=OIi-CFOi，OIi为公司i年营业利润；εi为残差项；其他变量含义与方程（2）相同。
2. 自变量。根据DID模型的研究条件，我们定义如下几个自变量，如表3所示。

3．控制变量。除了上述自变量会对审计质量产生影响外，还有其他因素会对审计质量产生影响，故应将其进行控制，根据已有研究结论，本文选取如下控制变量：
（1）公司规模（size）：该变量在计量时采用公司总资产的自然对数。Watts等（1986）研究得出，公司规模越大，其监管风险和诉讼风险也随之增大，为避免风险，公司更倾向于稳健性的会计政策，与审计质量存在正相关关系
（2）经营活动现金流量净额总资产比率（cfo）：该变量是当年经营活动现金流量净额与年末总资产之比，用以控制公司经营状况对审计质量的影响，相关研究表明较低经营活动现金流量的企业经营业绩较低，易陷入财务困境，所以较易进行盈余管理，因此可以预测经营活动现金流总资产比率与审计质量正相关。
（3）亏损（loss）：该变量依据净利润来确定，若企业净利润为负，出现亏损，则loss为1，否则loss为0。预计与审计质量呈负相关关系。
（4）成长性（growth）:用主营业务收入增长率来衡量。用以控制公司成长性对盈余管理的影响。相关研究指出处于成长期的企业更有动机进行盈余管理，因此预计与审计质量呈负相关关系。
（5）业务复杂度（complexity）：应收账款净额与存货净额之和与年末总资产之比。公司的业务越复杂，审计人员就会面临更大的审计风险，进而对审计质量产生影响，预计与审计质量呈负相关关系。
（6）行业控制变量（line）：为了控制不同的行业对审计质量产生的影响，本文对所选的样本行业进行了控制，按不同行业分别进行赋值。行业变量与审计质量的关系不确定。
（7）事务所规模（ausize）:用该事务所业务收入的自然对数作为事务所规模的衡量指标。通常情况下，业务收入的多少总体上体现了一个事务所的业务承接能力，且业务收入越多，事务所分散风险和承担风险的能力也就越强，审计质量也就越高，因此本文将其进行控制，预期与审计质量呈正相关关系。
五、模型建立和回归分析
（一）模型建立
模型一：衡量第一批转制成功事务所在转制当年的审计质量
absdait=β0+β1Y2010+β2change2010+β3change2010×Y2010+β4size+β5cfo+β6growth+β7complexity+β8line+
β9loss+β10ausize+ai+εit （4）  
模型二：衡量第一批转制成功事务所在转制第二年的审计质量
absdait=β0+β1Y2011+β2change2010+β3change2010×Y2011+β4size+β5cfo+β6growth+β7complexity+β8line+
β9loss+β10ausize+ai+εit （5）  
模型三：衡量第二批转制成功事务所在转制当年的审计质量
absdait=β0+β1Y2011+β2change2011+β3change2011×Y2011+β4size+β5cfo+β6growth+β7complexity+β8line+
β9loss+β10ausize+ai+εit （6）   （二）回归分析
1. 首批事务所转制的回归分析结果见表4。第1栏和第2栏的模型都是衡量首批转制成功的事务所审计质量的变动情况，两者的区别在于第（1）栏未添加控制变量。
在第2栏添加了可能影响审计质量的因素，并加以控制之后，可以看到模型的解释能力由0.004提高到0.067，所以认为添加控制变量的模型具有更好的拟合优度，具有更强的解释能力。第3栏和第4栏的模型都是解释首批转制成功的事务所在转制第二年的审计质量变动情况，两者的区别也在于模型中是否添加控制变量，可以发现，调整的R2由0.056上升到0.103，同样说明加入控制变量后的模型具有更好的拟合优度。
对于首批转制的事务所在转制当年的审计情况，通过第2栏可见，衡量转制政策产生的净影响是交叉项change2010×Y2010的系数，为-0.034 1，而且通过了1%显著性水平的检验，这说明政策产生的影响很强烈，使得盈余管理降低了0.034 1，从而说明审计质量得到了提高。这符合本文的假设，事务所转制之后审计质量得到提高。Y2010的系数为0.006 9、change2010系数为0.048 7，说明转制后的事务所审计质量并未得到改善，但是这两个系数不能全面衡量政策产生的净影响，因此，不是本文关注的焦点。
资产规模的系数为-0.000 8，说明公司规模越大，审计质量越高，系数在统计上不显著，与审计质量不存在显著相关关系。经营活动现金流量净额总资产比率系数为-0.036 3，表明经营活动现金净流量越充足时，企业更没有动机进行盈余管理，从而能提高审计质量。成长性的系数为0.000 6，在统计上非常显著，表明公司成长能力强的更倾向于进行盈余管理，从而削弱了审计质量。复杂性指标的系数为0.043 2，并且在统计上显著，表明公司业务越复杂的就越有动机进行盈余管理，从而降低了审计质量。亏损指标的系数为0.025 6，在5%的显著性水平上显著，指出亏损企业面临经营问题、退市等的风险，会更有动机进行盈余管理，因此对审计质量具有降低的作用。事务所规模的系数为-0.025 4，表明事务所规模越大，审计质量越高，而且该变量在1%上显著。
对于首批转制的事务所在转制第二年审计质量的情况，第4栏报告的change2010×Y2011的交叉相系数-0.064 7表明政策具有提高审计质量的作用，而且在1%的显著性水平上显著。值得一提的是Y2011的系数为-0.007 4，而在转制当年Y2010的系数为0.006 9，表明在政策改变的当年会有其他的因素对结果造成影响，但这些因素会随着改革的时间推移而得到消除，达到预期的政策效果。
资产规模的系数为-0.000 6，说明公司规模越大，审计质量越好，系数在统计上不显著，与审计质量不存在显著相关关系。经营活动现金流量净额总资产比率系数为-0.054 6，在10%水平上显著，表明经营活动现金净流量减少时，企业更有动机进行盈余管理，从而降低审计质量。成长性的系数为0.000 7，在统计上显著，表明成长能力强的公司更倾向于进行盈余管理，从而削弱了审计质量。复杂性指标的系数为0.043 3，并且在统计上非常显著，表明公司业务越复杂的就越有动机进行盈余管理，从而降低了审计质量。亏损指标的系数为0.025 1，在5%的水平上显著，表明亏损企业会更有动机进行盈余管理，因此对审计质量具有降低的作用。会计师事务所规模系数为-0.008 6，表明事务所规模有助于提高审计质量，但统计上不显著。
2. 第二批事务所转制的回归结果见表5。两栏的模型区别在于有没有加入控制变量，发现加入控制变量之后的模型的拟合优度从原先的0.040提高到0.122，虽然加入控制变量后的模型的解释能力还是不强，需要进一步进行一些因素的控制，但是本文的模型至少可以起到抛砖引玉的作用。
分析可得本研究关注的焦点change2011×Y2011的交叉项的系数为-0.029 9，在1%的水平上显著，表明第二批事务所转制提高了审计质量，符合研究假设。转制前与转制后的审计质量差异通过Y2011的系数得知提高了0.013 1，在10%的显著性水平上显著。
资产规模的系数为-0.000 4，说明公司规模越大，审计质量越高，系数在统计上不显著，与审计不存在显著相关关系。经营活动现金流量净额总资产比率系数为-0.117 2，在统计上显著，表明经营活动现金净流量减少时，企业更有动机进行盈余管理，从而降低审计质量。成长性的系数为0.000 1，在统计上不显著。业务复杂性指标的系数为0.059 7，并且在统计上非常显著，表明公司业务越复杂的就越有动机进行盈余管理，从而降低了审计质量。亏损的系数为0.015 4，在10%的显著性水平上显著，指出亏损企业面临经营的问题，避免退市等的风险，会更有动机进行盈余管理，因此对审计质量具有降低的作用。事务所规模的系数为-0.009 0，在10%显著性水平上显著。
六、结论
本文采用规范研究和实证研究相结合的方法，对事务所组织形式与审计质量的关系进行检验，得到以下结论：一是事务所转制有助于提高审计质量。二是相比2010年，2011年事务所转制对审计质量影响的效果更明显。原因可能是事务所转制第一年准备时间仓促，对特殊普通合伙制存在一定的学习效应，即在新组织形式下，审计人员调整执业行为，事务所完善内部治理结构等等都需要一个学习和调整的过程。
为此，笔者认为应做好以下几点：扩大事务所转制范围，加大事务所转制力度；加强特殊普通合伙制的立法建设；建立健全特殊普通合伙制的相应配套机制。
主要参考文献
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2. 柳木华.会计师事务所组织形式的风险分析框架.中国注册会计师，2007；8
3. 李水力等.会计师事务所合并会损害审计市场竞争吗.财会月刊，2011；32
4. 逯颖.会计师事务所组织形式对审计质量的影响.审计与经济研究，2008；11
5. 原红旗，李海建.会计师事务所组织形式、规模与审计质量.审计研究，2003；1
6. 李芸达.企业财务舞弊识别及审计对策.财会月刊，2011；14
7. Linda Elizabeth DeAngelo. Auditor size and auditor quality. Journal of Accounting and Economics，1981；3
8. Watts，Zimmerman. Agency Problem，Auditing and the Theory of the Firm:some Evidence. Journal of Law and Economics，1986；3
9. GAO. Public accounting firm-required study on the potential effect of mandatory audit firm rotation，2003